許金花 商麗霞 袁雪瑩

【摘要】本文從非財(cái)務(wù)信息披露視角系統(tǒng)分析并檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任披露的微觀治理功能。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)， 社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息違規(guī)尤其是信息披露違規(guī)具有明顯的治理效果。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)： 第一， 企業(yè)披露詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息可以降低信息不透明度以及提高企業(yè)聲譽(yù)， 從而減少信息披露違規(guī)， 表明社會(huì)責(zé)任披露具有信息溝通效應(yīng)和聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)； 第二， 在非國(guó)有企業(yè)和外部制度環(huán)境較好的企業(yè)中， 社會(huì)責(zé)任披露的違規(guī)治理效應(yīng)更強(qiáng)。本文明確了企業(yè)社會(huì)責(zé)任這一非財(cái)務(wù)信息披露在治理上市公司信息違規(guī)方面的重要作用， 并為監(jiān)管機(jī)構(gòu)治理和防范上市公司信息違規(guī)提供了思路。

【關(guān)鍵詞】社會(huì)責(zé)任披露；信息違規(guī)；信息披露違規(guī)；信息溝通效應(yīng)；聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)

【中圖分類(lèi)號(hào)】 F275.2? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）07-0078-7

一、 引言

中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議提出協(xié)調(diào)統(tǒng)籌三次分配方式的制度安排， 力求在高質(zhì)量發(fā)展中實(shí)現(xiàn)共同富裕①。企業(yè)作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的主體， 是社會(huì)力量的重要組成部分， 其社會(huì)責(zé)任建設(shè)是三次分配的重要參與形式。然而， 目前關(guān)于我國(guó)社會(huì)責(zé)任披露動(dòng)機(jī)的研究依舊毀譽(yù)參半。一方面， 社會(huì)責(zé)任報(bào)告與財(cái)務(wù)信息的異曲同工之處在于能夠?yàn)橥獠坷嫦嚓P(guān)者提供更多的企業(yè)內(nèi)部信息， 降低企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)（Cormier和Magnan，2015）。另一方面， 企業(yè)借助披露更詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息， 吸引公眾、 投資者等外部利益相關(guān)者的注意力， 來(lái)掩飾企業(yè)的經(jīng)營(yíng)困境或者不良經(jīng)濟(jì)行為， 導(dǎo)致企業(yè)更高的不透明度（Jin和Myers，2006）。隨著制度的完善和企業(yè)經(jīng)營(yíng)理念的改變， 社會(huì)責(zé)任披露的動(dòng)機(jī)和經(jīng)濟(jì)后果也會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)變。因此， 有必要進(jìn)一步探討社會(huì)責(zé)任披露對(duì)企業(yè)微觀經(jīng)濟(jì)行為的影響。

我國(guó)資本市場(chǎng)改革不斷深入， 2020年新《證券法》作出進(jìn)一步強(qiáng)化信息披露要求、 完善證券交易制度的安排②， 旨在打擊上市公司信息違規(guī)行為， 提高上市公司信息質(zhì)量， 防控市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)證監(jiān)會(huì)的違規(guī)處罰公告， 信息違規(guī)是指上市公司沒(méi)有按照有關(guān)規(guī)定進(jìn)行信息披露， 或違規(guī)操縱內(nèi)幕信息獲取私利的行為。信息違規(guī)主要包括信息披露違規(guī)和內(nèi)幕交易、 泄露內(nèi)幕信息等內(nèi)幕信息違規(guī)交易。目前依然頻頻爆出公司違規(guī)事件， 如豫金剛石的重大財(cái)務(wù)造假事件、 王府井的內(nèi)幕交易事件等， 這些違規(guī)事件嚴(yán)重?fù)p害了投資者的合法權(quán)益， 擾亂了資本市場(chǎng)秩序。為整治證券違法違規(guī)亂象， 金融監(jiān)管部門(mén)屢出新規(guī)， 嚴(yán)厲懲治證券違法行為以?xún)艋袌?chǎng)環(huán)境。許多研究已從財(cái)務(wù)信息披露視角解釋了企業(yè)信息違規(guī)行為發(fā)生的原因， 發(fā)現(xiàn)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量越高， 信息違規(guī)傾向越低（Perols和Lougee， 2011）。而本文擬從非財(cái)務(wù)信息披露的視角， 研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露能否促進(jìn)或抑制信息違規(guī)。

通過(guò)對(duì)我國(guó)A股市場(chǎng)的研究， 本文發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任披露具有信息違規(guī)治理效應(yīng)。這種治理效應(yīng)對(duì)不同類(lèi)型信息違規(guī)的作用效果不盡相同， 社會(huì)責(zé)任披露可以顯著減少信息披露違規(guī)行為， 而對(duì)內(nèi)幕信息違規(guī)交易的治理效果相對(duì)較弱。進(jìn)一步地， 本文分析并檢驗(yàn)了社會(huì)責(zé)任披露降低信息披露違規(guī)的作用路徑和影響因素。一方面， 本文通過(guò)信息不透明度和媒體曝光度分別檢測(cè)了信息路徑和聲譽(yù)路徑的影響效果。結(jié)果表明， 社會(huì)責(zé)任披露同時(shí)通過(guò)“信息溝通效應(yīng)”和“聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)”減少企業(yè)信息披露違規(guī)行為。另一方面， 本文檢驗(yàn)了企業(yè)內(nèi)外部的異質(zhì)性， 結(jié)果表明， 在外部制度環(huán)境較好和非國(guó)有企業(yè)中社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息披露違規(guī)影響的效果更明顯。

本研究的貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)方面。第一， 豐富了企業(yè)信息違規(guī)相關(guān)的研究。現(xiàn)有研究大都將信息披露違規(guī)和內(nèi)幕交易、 泄露內(nèi)幕信息等內(nèi)幕信息違規(guī)交易行為視為不同的經(jīng)濟(jì)后果， 單獨(dú)研究其動(dòng)機(jī)和影響因素， 而本文系統(tǒng)考察了企業(yè)信息類(lèi)違規(guī)行為的非財(cái)務(wù)影響因素。第二， 豐富了社會(huì)責(zé)任披露的相關(guān)研究。關(guān)于社會(huì)責(zé)任和社會(huì)責(zé)任披露的研究通常會(huì)討論第一類(lèi)代理問(wèn)題， 將管理層和大股東放在“天平”的兩端（田利輝和王可第，2017）。但是， 本研究把企業(yè)的管理層與大股東作為利益共同體， 探討企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露與微觀企業(yè)違規(guī)行為的關(guān)系。第三， 本文實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)責(zé)任披露的信息溝通效應(yīng)和聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)。與前人研究不同的是， 本文對(duì)聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)的作用機(jī)制從聲譽(yù)激勵(lì)和聲譽(yù)懲罰兩部分進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證， 發(fā)現(xiàn)聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)主要是正面的聲譽(yù)激勵(lì)起到對(duì)信息披露違規(guī)的抑制作用。

二、 理論分析與研究假設(shè)

20世紀(jì)70年代以前， 受利潤(rùn)最大化思想主導(dǎo)， 學(xué)者們認(rèn)為企業(yè)有且僅有一項(xiàng)社會(huì)責(zé)任， 就是在不違反法律制度的情況下調(diào)配其現(xiàn)有資源獲得利潤(rùn)最大化， 而承擔(dān)社會(huì)責(zé)任則徹底破壞了自由市場(chǎng)的根基（Friedman，1970）。直到Bragdon和Marlin（1972）發(fā)表第一篇關(guān)于社會(huì)責(zé)任提高了企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的文章， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任的支持者才迎來(lái)了曙光。此后的幾十年時(shí)間里， 關(guān)于社會(huì)責(zé)任對(duì)企業(yè)自身的利弊研究層出不窮， 時(shí)至今日， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任仍是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)話題。

近年來(lái)， 一些學(xué)者的目光開(kāi)始從社會(huì)責(zé)任建設(shè)轉(zhuǎn)向社會(huì)責(zé)任披露， 研究企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息是“價(jià)值驅(qū)動(dòng)”還是“機(jī)會(huì)驅(qū)動(dòng)”（權(quán)小鋒和肖紅軍，2016）。一方面， 社會(huì)責(zé)任信息披露作為一種補(bǔ)充性披露， 為外部提供了更多的特質(zhì)信息， 降低了內(nèi)部人的信息優(yōu)勢(shì)， 有效改善了企業(yè)的信息不透明度（Yuan等，2022）。信息不透明度的降低提高了企業(yè)信息違規(guī)被稽查的概率， 權(quán)衡利弊后企業(yè)可能減少違規(guī)行為。此外， 企業(yè)內(nèi)部人信息優(yōu)勢(shì)的減弱不利于企業(yè)內(nèi)幕交易、 盈余管理等活動(dòng)的進(jìn)行（Kim等，2012；Yen，2013）， 從而減少違規(guī)行為。另一方面， 企業(yè)披露詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息有助于樹(shù)立良好的社會(huì)責(zé)任形象， 從而提高投資者信心、 媒體關(guān)注以及政府與公眾的認(rèn)可等（Cormier和Magnan，2015；Lin等，2015；Nofsinger等，2019）。媒體的密切關(guān)注會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生監(jiān)督作用， 促使企業(yè)遵紀(jì)守法（孔東民等，2013）。同時(shí)， 潛在收益的存在也促使企業(yè)把披露社會(huì)責(zé)任信息看作是一種投資， 通過(guò)詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息降低企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)， 以尋求社會(huì)責(zé)任履行的協(xié)同效應(yīng)?；谏鲜龇治觯?本文提出：

H1a： 社會(huì)責(zé)任披露水平越高， 企業(yè)的信息違規(guī)行為越少。

然而， 也有部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息實(shí)則是為了轉(zhuǎn)移公眾、 投資者等對(duì)壞消息的注意力， 掩蓋企業(yè)經(jīng)營(yíng)不善狀況與內(nèi)部人的失德行為（Cormier和Magnan，2015；李增福等，2016）。在這種情況下， 企業(yè)披露更詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息就是打著履行社會(huì)責(zé)任的“旗號(hào)”， 進(jìn)行盈余管理、 內(nèi)幕交易以及掏空行為等。首先， 企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息可能存在選擇性披露或虛假披露的現(xiàn)象。目前， 無(wú)論是強(qiáng)制披露還是自愿披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告， 披露內(nèi)容和披露格式等具體披露規(guī)范還不完善， 披露的準(zhǔn)確性和真實(shí)性還存在取證困難的問(wèn)題?，F(xiàn)階段， 社會(huì)公眾仍相信表面看到的公開(kāi)信息而不進(jìn)行取證， 給企業(yè)選擇性披露和虛假披露社會(huì)責(zé)任信息提供了便利（彭韶兵和高潔，2013）。權(quán)小鋒和肖紅軍（2016）也主張企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露是一種管理層的機(jī)會(huì)主義行為。其次， 根據(jù)代理理論， 如果道德風(fēng)險(xiǎn)存在， 企業(yè)內(nèi)部人為了最大化自身利益， 會(huì)損害外部利益相關(guān)者的利益。為了掩飾這些代理問(wèn)題， 企業(yè)內(nèi)部人傾向于披露更多的社會(huì)責(zé)任信息以代替財(cái)務(wù)信息， 導(dǎo)致更高的財(cái)務(wù)不透明度（Dhaliwal等，2014）。因此， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露可能成為企業(yè)不端行為的“遮羞布”或經(jīng)營(yíng)不善的開(kāi)脫借口， 導(dǎo)致更高的信息違規(guī)。田利輝和王可第（2017）利用我國(guó)股票市場(chǎng)的數(shù)據(jù)證明了這種掩飾效應(yīng)的存在。綜上分析， 本文提出：

H1b： 社會(huì)責(zé)任披露水平越高， 企業(yè)的信息違規(guī)行為越多。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2010 ～ 2019年A股上市公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本， 并對(duì)樣本進(jìn)行如下處理： 剔除金融行業(yè)企業(yè)； 剔除ST、 ?ST、 PT企業(yè)樣本； 剔除A股與B股和H股交叉持股的企業(yè)樣本； 剔除企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露數(shù)據(jù)和其他控制變量缺失的樣本。經(jīng)過(guò)上述預(yù)處理， 本文最終獲得7137個(gè)公司年度觀測(cè)值。同時(shí)， 為規(guī)避極端值對(duì)結(jié)果的影響， 本文還對(duì)連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行了Winsorize處理。社會(huì)責(zé)任披露數(shù)據(jù)使用彭博（Bloomberg）ESG披露分?jǐn)?shù)； 信息違規(guī)虛擬變量、 控制變量數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義

1. 信息違規(guī)。根據(jù)證監(jiān)會(huì)的違規(guī)處罰公告， 本文將信息披露違規(guī)和內(nèi)幕信息違規(guī)交易定義為信息違規(guī)， 設(shè)置信息違規(guī)啞變量VIO， 若企業(yè)當(dāng)年存在信息違規(guī)行為則取值為1， 否則為0。借鑒孟慶斌等（2019）的做法， 定義信息披露違規(guī)啞變量VIO1， 若當(dāng)年存在信息披露違規(guī)則賦值為1， 否則賦值為0； 同時(shí)， 內(nèi)幕信息違規(guī)交易包括內(nèi)幕交易、 違規(guī)買(mǎi)賣(mài)股票、 操縱股價(jià)三種違規(guī)類(lèi)型， 定義內(nèi)幕信息違規(guī)交易啞變量VIO2， 若當(dāng)年存在內(nèi)幕信息違規(guī)交易行為則賦值為1， 否則賦值為0。

2. 社會(huì)責(zé)任披露。借鑒Buchanan等（2018）的研究， 本文選取彭博社ESG披露分?jǐn)?shù)來(lái)衡量社會(huì)責(zé)任披露。彭博社利用公開(kāi)披露的數(shù)據(jù)， 為每個(gè)領(lǐng)域分配一個(gè)分?jǐn)?shù)， 然后為公司構(gòu)建一個(gè)綜合ESG分?jǐn)?shù)， 再根據(jù)地理和行業(yè)部門(mén)進(jìn)行調(diào)整。ESG披露分?jǐn)?shù)區(qū)間為0 ～ 100， 沒(méi)有披露ESG信息的公司得分為0， 披露彭博社認(rèn)可的所有ESG信息的公司得分為100。因此， 該ESG評(píng)分反映了有關(guān)企業(yè)社會(huì)責(zé)任實(shí)踐的所有公開(kāi)信息， 涵蓋了環(huán)境、 社會(huì)和治理三個(gè)領(lǐng)域， 雖不等同于社會(huì)責(zé)任披露， 但是在很大程度上反映了企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息的真實(shí)披露情況。

3. 控制變量。借鑒Kim等（2012）、 Yuan等（2022）和孟慶斌等（2019）的研究， 本文設(shè)置了如下控制變量： 法律環(huán)境（LAW）、 公司規(guī)模（SIZE）、 財(cái)務(wù)杠桿（LEV）、 賬面市值比（BM）、 第一大股東持股比例（TOP1）、 機(jī)構(gòu)投資者持股比率（INST）、 總資產(chǎn)收益率（ROA）、 上市公司成立年限（AGE）、 上市公司股權(quán)性質(zhì)（SOE）、 兩職合一（DUAL）、 四大審計(jì)（BIG4）、 董事會(huì)規(guī)模（BOARD）、 行業(yè)（INDUSTRY）和年份（YEAR）固定效應(yīng)。

具體變量定義見(jiàn)表1。

（三）模型設(shè)定

為考察社會(huì)責(zé)任披露對(duì)上市公司信息違規(guī)的影響， 本文建立如下Probit回歸模型：

Yi，t+1=β0+β1ESGi，t+β2∑CVi，t+εi，t+1 （1）

在模型（1）中： Yi，t+1為被解釋變量， 用信息違規(guī)（VIOi，t+1）、 信息披露違規(guī)（VIO1i，t+1）和內(nèi)幕信息違規(guī)交易（VIO2i，t+1）表示， 若公司i時(shí)間t+1發(fā)生信息違規(guī)（或信息披露違規(guī)、 內(nèi)幕信息違規(guī)交易）則取值為1， 否則為0； ESGi，t為解釋變量， 表示i公司t時(shí)間的社會(huì)責(zé)任披露水平； ∑CVi，t表示控制變量集； εi，t+1為殘差項(xiàng)。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。信息違規(guī)的均值為0.133， 即在所有公司的年度觀測(cè)值中， 有13.3%的公司發(fā)生了信息違規(guī)行為并被稽查出來(lái)， 說(shuō)明我國(guó)信息違規(guī)形勢(shì)不容樂(lè)觀。由信息披露違規(guī)（VIO1）和內(nèi)幕信息違規(guī)交易（VIO2）的均值差異可看出， 企業(yè)的信息違規(guī)形式主要是信息披露違規(guī)。社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的平均值為20.340， 表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露更集中于較低的分?jǐn)?shù)水平上， 我國(guó)的社會(huì)責(zé)任披露還有很大的上升空間。社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的標(biāo)準(zhǔn)差為5.99， 最大值為41.630， 說(shuō)明公司間社會(huì)責(zé)任披露情況具有很大的差異。

（二）社會(huì)責(zé)任披露與信息違規(guī)實(shí)證分析

企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露影響信息違規(guī)的實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表3。第（1）結(jié)果顯示， 社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的系數(shù)為

-0.0092， 且ESG在5%的水平上與信息違規(guī)（VIO1）顯著負(fù)相關(guān)， 說(shuō)明社會(huì)責(zé)任披露水平越高， 企業(yè)進(jìn)行的信息違規(guī)行為就越少。以上結(jié)論支持了H1a， 表明現(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息為外部利益相關(guān)者提供了更多的企業(yè)特質(zhì)信息， 削弱了內(nèi)部人的信息優(yōu)勢(shì)， 從而減少了信息違規(guī)行為。

表3第（2）和第（3）列分別為社會(huì)責(zé)任披露影響信息披露違規(guī)（VIO1）和內(nèi)幕信息違規(guī)交易（VIO2）的結(jié)果。第（2）列中社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的系數(shù)在5%的水平上顯著， 第（3）列中社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的系數(shù)為負(fù)， 但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這表明， 社會(huì)責(zé)任披露對(duì)于信息違規(guī)的抑制作用主要體現(xiàn)在信息披露違規(guī)上。已有超九成文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績(jī)效正相關(guān)（Friede等，2015）， 因此企業(yè)有足夠的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行社會(huì)責(zé)任建設(shè)與披露， 而不僅僅是把社會(huì)責(zé)任披露作為轉(zhuǎn)移公眾目光的“擋箭牌”。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 傾向得分匹配法（PSM）。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 借鑒Hoi等（2013）的方法， 使用PSM來(lái)減輕樣本異質(zhì)性不可觀測(cè)的影響。首先， 本文選取8個(gè)公司特征變量作為協(xié)變量。其次， 定義處理變量為T(mén)REAT， 如果企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露分?jǐn)?shù)高于同年度的行業(yè)平均值則記為1， 否則為0。最后， 使用1∶2匹配的方法和傾向性評(píng)分， 構(gòu)建了具有可比性的處理組和控制組。本文在匹配后的樣本中估計(jì)了社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息違規(guī)和信息披露違規(guī)的影響， 在控制了樣本選擇性偏差后， 本文得出的結(jié)論依然成立。

2. 工具變量法（IV）。借鑒EI Ghoul等（2011）的研究， 本文選取同年度同行業(yè)其他企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露分?jǐn)?shù)的均值ESG_IND作為工具變量。由于行業(yè)內(nèi)業(yè)務(wù)的相似性以及企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任建設(shè)以及披露行為會(huì)相互借鑒， 同年度同行業(yè)的其他企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露水平可能會(huì)影響本企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露分?jǐn)?shù)， 但是不會(huì)影響企業(yè)的信息違規(guī)， 因此ESG_IND是一個(gè)可以解決潛在內(nèi)生性問(wèn)題的工具變量。兩階段工具變量（IV）的結(jié)果表明， 在控制了內(nèi)生性問(wèn)題以后， 本文的研究結(jié)論依然存在。

3. 更換變量測(cè)度。為了進(jìn)一步增強(qiáng)主要結(jié)果的可靠性， 本文將解釋變量彭博ESG披露分?jǐn)?shù)更換為潤(rùn)靈環(huán)球的CSR評(píng)級(jí)和環(huán)境信息披露指數(shù)（EID）來(lái)測(cè)度企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露， 使用Probit模型的隨機(jī)效應(yīng)重新檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息違規(guī)和信息披露違規(guī)的影響， 結(jié)論依然穩(wěn)健。

篇幅有限， 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果在此省略。

五、 進(jìn)一步分析

前文研究發(fā)現(xiàn)， 社會(huì)責(zé)任披露水平的提升可以抑制信息違規(guī)行為的發(fā)生， 并且這種抑制作用主要體現(xiàn)在信息披露違規(guī)上。本文接下來(lái)僅對(duì)社會(huì)責(zé)任披露影響信息披露違規(guī)的作用機(jī)制和影響因素進(jìn)行分析， 主要出于以下兩個(gè)原因： 第一， 目前已有大量文獻(xiàn)分析社會(huì)責(zé)任披露對(duì)內(nèi)幕交易的治理效應(yīng)， 且與本文內(nèi)幕信息違規(guī)交易的結(jié)果具有一致性。然而， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任建設(shè)與披露能否有效地抑制信息披露違規(guī)尚未有直接的研究。第二， 本研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息違規(guī)的抑制作用主要是通過(guò)抑制信息披露違規(guī)實(shí)現(xiàn)的， 且統(tǒng)計(jì)信息顯示， 企業(yè)信息違規(guī)的主要違規(guī)形式是信息披露違規(guī)。

（一）路徑檢驗(yàn)

前文實(shí)證結(jié)果表明， 企業(yè)披露詳細(xì)的社會(huì)責(zé)任信息顯著減少了信息披露違規(guī)。根據(jù)前文理論分析， 社會(huì)責(zé)任披露可以通過(guò)如下兩條路徑減少信息披露違規(guī)行為： 第一， 信息路徑。社會(huì)責(zé)任披露能夠降低信息不對(duì)稱(chēng)并形成信息溝通效應(yīng)， 來(lái)抑制信息披露違規(guī)行為。第二， 聲譽(yù)路徑。社會(huì)責(zé)任披露可以向市場(chǎng)傳達(dá)良好的企業(yè)聲譽(yù)并形成聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)， 從而減少信息披露違規(guī)行為。

1. 信息路徑。Yoon等（2019）采用韓國(guó)企業(yè)樣本進(jìn)行研究， 結(jié)果表明社會(huì)責(zé)任感強(qiáng)的企業(yè)會(huì)提供更高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告。社會(huì)責(zé)任報(bào)告作為非財(cái)務(wù)信息披露為利益相關(guān)者提供了財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息之外的具有增量?jī)r(jià)值的信息， 降低了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)（Yuan等，2022）。進(jìn)一步地， 盈余管理和信息不透明度容易導(dǎo)致財(cái)務(wù)報(bào)告做假（Perols和Lougee，2011；Yen，2013）， 造成信息披露違規(guī)。因此， 本文預(yù)期企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告可以起到企業(yè)內(nèi)部與外部信息溝通的作用， 降低企業(yè)的信息不透明度， 從而減少企業(yè)的信息披露違規(guī)行為。

為了準(zhǔn)確度量信息不透明度， 本文從以下兩個(gè)角度來(lái)測(cè)量： 第一， 參照Hutton等（2009）的做法， 以采用修正的Jones模型計(jì)算的過(guò)去三年的操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值之和來(lái)衡量， 記為ACCM； ACCM值越大， 表示企業(yè)的信息不透明度越高。第二， 采用分析師預(yù)測(cè)偏差來(lái)衡量（鐘凱等，2016）， 記為ANALYST； ANALYST值越大， 表示公司的分析師預(yù)測(cè)偏差越大， 信息不透明度越高。本文借鑒溫忠麟等（2004）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行路徑檢驗(yàn)。

信息路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。第（1）、 （2）、 （3）列表示操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)計(jì)算的信息不透明度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明， 信息不透明度是社會(huì)責(zé)任披露與信息披露違規(guī)的部分中介。同理， 分析師預(yù)測(cè)偏差的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果印證了信息路徑的可靠性。

2. 聲譽(yù)路徑。根據(jù)信號(hào)理論， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露可以使利益相關(guān)方及市場(chǎng)感知良好的企業(yè)聲譽(yù)（Kim，2019）。通常而言， 媒體會(huì)更加關(guān)注社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)高的企業(yè)， 增加對(duì)企業(yè)的正面與負(fù)面報(bào)道， 從而對(duì)企業(yè)產(chǎn)生有效的監(jiān)督作用。一方面， 具有良好社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)的企業(yè)， 可以吸引責(zé)任心強(qiáng)的消費(fèi)者、 投資者和供應(yīng)商等， 獲得更多生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所需的資源， 從而實(shí)現(xiàn)更高的財(cái)務(wù)績(jī)效（Zavyalova等，2016）。另一方面， 社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)高的企業(yè)在發(fā)生不負(fù)責(zé)任的事件時(shí)， 比那些社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)較低的企業(yè)遭受更嚴(yán)厲的懲罰。Zavyalova等（2016）指出， 社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)高的企業(yè)會(huì)提高利益相關(guān)者的預(yù)期， 而未達(dá)到這些期望會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)厲的懲罰和業(yè)績(jī)下滑。鑒于聲譽(yù)懲罰的損失， 企業(yè)必須持續(xù)地保持負(fù)責(zé)任的形象， 才能在高社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)中獲益。綜上分析， 企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息可能通過(guò)聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)降低企業(yè)的信息披露違規(guī)傾向。

借鑒葉康濤等（2010）的研究， 本文使用中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）的網(wǎng)絡(luò)新聞量化統(tǒng)計(jì)指數(shù)衡量企業(yè)聲譽(yù)， 記為REPU。REPU值越大， 表示上市公司的媒體曝光次數(shù)越多， 企業(yè)的聲譽(yù)越高。聲譽(yù)路徑檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明， 企業(yè)聲譽(yù)在社會(huì)責(zé)任披露影響信息披露違規(guī)的過(guò)程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。因此， 社會(huì)責(zé)任披露可以通過(guò)提高社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)產(chǎn)生聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)來(lái)減少公司的信息披露違規(guī)行為。企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息提高企業(yè)的社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)， 更多的是對(duì)企業(yè)產(chǎn)生有效的監(jiān)督作用， 而不僅僅成為企業(yè)尋租的手段。

前文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明， 企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息可以贏得非完全獲利性的社會(huì)聲譽(yù)， 而高聲譽(yù)產(chǎn)生監(jiān)督效應(yīng)， 能夠減少企業(yè)信息披露違規(guī)行為。那么聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)到底是通過(guò)聲譽(yù)懲罰還是聲譽(yù)激勵(lì)起作用， 還是二者皆有？為了進(jìn)一步驗(yàn)證聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)的影響過(guò)程， 本文定義REPU_P為正面新聞量， REPU_N為負(fù)面新聞量， 以分別檢驗(yàn)聲譽(yù)激勵(lì)和聲譽(yù)懲罰的作用。

表6列示了聲譽(yù)激勵(lì)和聲譽(yù)懲罰的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示， 聲譽(yù)激勵(lì)和聲譽(yù)懲罰都是社會(huì)責(zé)任披露影響信息披露違規(guī)的作用機(jī)制， 表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露可以通過(guò)聲譽(yù)激勵(lì)和聲譽(yù)懲罰兩方面來(lái)減少企業(yè)信息披露違規(guī)行為， 其中主要是通過(guò)聲譽(yù)激勵(lì)來(lái)減少信息披露違規(guī)行為。

（二）外部制度環(huán)境的影響

由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡， 導(dǎo)致各地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程和制度環(huán)境都有很大的差異， 這種差異可能會(huì)影響社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息披露違規(guī)的治理效果（Fernández和Santaló，2010；Graafland，2019）。一方面， 在外部制度環(huán)境較好的地區(qū)， 市場(chǎng)的信息傳遞效率比較高， 一定程度上降低了企業(yè)與市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)， 企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的市場(chǎng)反應(yīng)會(huì)更加強(qiáng)烈， 信息溝通效應(yīng)更加明顯。另一方面， 在市場(chǎng)機(jī)制不發(fā)達(dá)、 法律環(huán)境較差的地區(qū)， 企業(yè)容易借助腐敗的風(fēng)氣將高社會(huì)責(zé)任聲譽(yù)作為政治尋租的工具， 與政府建立聯(lián)系， 以此獲得更多的政策優(yōu)惠。綜上分析， 本文預(yù)期相比于外部制度環(huán)境差的企業(yè)， 外部制度環(huán)境好的企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露水平對(duì)信息披露違規(guī)的治理效果更明顯。

為驗(yàn)證外部制度環(huán)境在社會(huì)責(zé)任披露降低信息披露違規(guī)的過(guò)程中所起的作用， 本文建立市場(chǎng)化程度和法律環(huán)境兩個(gè)外部制度環(huán)境指標(biāo)， 分別利用王小魯?shù)龋?017）的市場(chǎng)化指數(shù)總指數(shù)和組織發(fā)育與法律分指數(shù)來(lái)衡量。基于同年度和同行業(yè)的中位數(shù)將研究樣本劃分為： 市場(chǎng)化較高組和市場(chǎng)化較低組； 法律環(huán)境較高組和法律環(huán)境較低組。

回歸結(jié)果如表7第（1） ～ （4）列所示。第（1）、 （3）列結(jié)果顯示法律環(huán)境指數(shù)較高組和市場(chǎng)化程度較高組的社會(huì)責(zé)任披露（ESG）系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)； 而在外部制度環(huán)境較差的組， 社會(huì)責(zé)任披露（ESG）系數(shù)雖為負(fù)， 但是在統(tǒng)計(jì)上不顯著。上述結(jié)果表明， 社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息披露違規(guī)的治理作用在外部制度環(huán)境好的地區(qū)更加明顯， 即在抑制公司信息披露違規(guī)中社會(huì)責(zé)任披露與外部制度環(huán)境具有互補(bǔ)作用。

（三）股權(quán)異質(zhì)性

不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息的目標(biāo)不同。為了檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任披露的治理效果在國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)之間的差異， 本文將研究樣本分為國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組， 并在兩個(gè)子樣本中分別進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果如表7第（5）和（6）列所示， 在非國(guó)企樣本中， 社會(huì)責(zé)任披露可以顯著減少企業(yè)信息披露違規(guī)行為； 在國(guó)企中社會(huì)責(zé)任披露（ESG）的系數(shù)也為負(fù)， 但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這表明， 相比于國(guó)有企業(yè)， 非國(guó)有企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息披露違規(guī)的抑制作用更明顯。這可能是由于國(guó)企的政治使命使其本身就承擔(dān)了更多的社會(huì)責(zé)任（黃速建和余菁，2006）， 社會(huì)責(zé)任建設(shè)能夠表現(xiàn)出的信息溝通效應(yīng)和聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)也就不太明顯。

六、 結(jié)論與啟示

在可持續(xù)發(fā)展和三次分配持續(xù)推動(dòng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任建設(shè)的歷史進(jìn)程中， 企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息如何影響企業(yè)的微觀行為？基于我國(guó)A股上市公司的2010 ～ 2019年數(shù)據(jù)， 本文分析了社會(huì)責(zé)任披露的信息違規(guī)治理效果。研究表明， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露水平越高， 企業(yè)信息違規(guī)行為越少。通過(guò)考察不同類(lèi)型的信息違規(guī)， 本文發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息違規(guī)的治理效應(yīng)主要存在于信息披露違規(guī)上， 對(duì)內(nèi)幕信息違規(guī)披露的治理效果相對(duì)較弱。這些結(jié)果說(shuō)明， 我國(guó)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告更多的是為了與利益相關(guān)者實(shí)現(xiàn)雙贏。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)： 從作用路徑來(lái)看， 企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露可以通過(guò)信息溝通效應(yīng)和聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)來(lái)降低信息披露違規(guī)傾向， 其中聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)主要是正面的聲譽(yù)激勵(lì)起到一定的作用； 從異質(zhì)性來(lái)看， 外部制度環(huán)境和股權(quán)性質(zhì)能夠影響企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)和違規(guī)行為， 在市場(chǎng)化進(jìn)程高、 法律制度更完善地區(qū)的企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)中， 社會(huì)責(zé)任披露對(duì)信息披露違規(guī)的抑制作用更強(qiáng)。

本文還具有以下幾點(diǎn)啟示： 首先， 政府應(yīng)該擴(kuò)大強(qiáng)制披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的企業(yè)范圍， 并進(jìn)一步加強(qiáng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的規(guī)范性； 股東、 顧客、 投資者和供應(yīng)商等利益相關(guān)者也應(yīng)該重視企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息， 并在必要時(shí)可以作為決策的參考依據(jù)， 以便投資者做出更合理的投資決策、 供應(yīng)商選擇更優(yōu)質(zhì)的交易伙伴等。其次， 在注冊(cè)制改革當(dāng)前， 新《證券法》已經(jīng)做出強(qiáng)化信息披露要求、 完善證券交易制度以及提高證券違規(guī)成本的法律制度建設(shè)。這對(duì)于優(yōu)化法律環(huán)境、推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程具有重要作用， 社會(huì)責(zé)任披露在違規(guī)治理方面將扮演越來(lái)越重要的角色。最后， 社會(huì)責(zé)任這種非財(cái)務(wù)信息的披露能夠產(chǎn)生信息溝通效應(yīng)和聲譽(yù)監(jiān)督效應(yīng)， 規(guī)范企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為， 監(jiān)管部門(mén)也應(yīng)鼓勵(lì)和支持企業(yè)披露其他的非財(cái)務(wù)信息。

【 注 釋 】

①2021年8月17日習(xí)近平主持召開(kāi)中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議，并就促進(jìn)共同富裕和防范化解重大金融風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題做出重要講話。

②2019年12月28日，十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第十五次會(huì)議審議通過(guò)了修訂后的《證券法》，并于2020年3月1日起開(kāi)始施行。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

黃速建，余菁．國(guó)有企業(yè)的性質(zhì)、目標(biāo)與社會(huì)責(zé)任［ J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006（2）：68 ～ 76．

孔東民，劉莎莎，應(yīng)千偉．公司行為中的媒體角色：激濁揚(yáng)清還是推波助瀾？［ J］．管理世界，2013（7）：145 ～ 162．

李增福，湯旭東，連玉君．中國(guó)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任背離之謎［ J］．管理世界，2016（9）：136 ～ 148+160+188．

孟慶斌，鄒洋，侯德帥．賣(mài)空機(jī)制能抑制上市公司違規(guī)嗎？［ J］．經(jīng)濟(jì)研究，2019（6）：89 ～ 105．

彭韶兵，高潔，王昱升．企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行異象及其分析［ J］．財(cái)經(jīng)科學(xué)，2013（5）：46 ～ 55．

權(quán)小鋒，肖紅軍．社會(huì)責(zé)任披露對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響研究：基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的中介機(jī)理［ J］．中國(guó)軟科學(xué)，2016（6）：80 ～ 97．

田利輝，王可第．社會(huì)責(zé)任信息披露的“掩飾效應(yīng)”和上市公司崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)——來(lái)自中國(guó)股票市場(chǎng)的DID-PSM分析［ J］．管理世界，2017（11）：146 ～ 157．

王小魯，樊綱，余靜文．中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）［M］．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2017．

溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云．中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用［ J］．心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614 ～ 620．

葉康濤，張然，徐浩萍．聲譽(yù)、制度環(huán)境與債務(wù)融資——基于中國(guó)民營(yíng)上市公司的證據(jù)［ J］．金融研究，2010（8）：171 ～ 183．

鐘凱，程小可，張偉華．貨幣政策、信息透明度與企業(yè)信貸期限結(jié)構(gòu)［ J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2016（3）：60 ～ 77．

Bragdon J. H.， Marlin J.. Is pollution profitable［ J］． Risk Management，1972（4）：9 ～ 18．

Buchanan B.， Cao C. X.， Chen C.. Corporate social responsibility， firm va-lue， and influential institutional ownership［ J］． Journal of Corporate Finance， 2018（52）：73 ～ 95．

Cormier D.， Magnan M.. The economic relevance of environmental disclosure and its impact on corporate legitimacy： An empirical investigation［ J］． Business Strategy and the Environment，2015（6）：431 ～ 450．

Dhaliwal D.， Li O. Z.， Tsang A.， et al.. Corporate social responsibility disclosure and the cost of equity capital： The roles of stakeholder orientation and financial transparency［ J］． Journal of Accounting and Public Policy，2014（4）：328 ～ 355．

EI Ghoul S.， Guedhami O.， Kwok C. C.， et al.. Does corporate social res-ponsibility affect the cost of capital？［ J］． Journal of Banking & Finance，2011（9）：2388 ～ 2406．

Fernández Kranz D.， Santaló J.. When necessity becomes a virtue： The effect of product market competition on corporate social responsibility［ J］．Journal of Economics and Management Strategy，2010（2）：453 ～ 487．

Friede G.， Busch T.， Bassen A.. ESG and financial performance： Aggrega-ted evidence from more than 2000 empirical studies［ J］． Journal of Sustainable Finance & Investment，2015（4）：210 ～ 233．

Friedman M.. A theoretical framework for monetary analysis［ J］． Journal of Political Economy，1970（2）：193 ～ 238．

Hoi C. K.， Wu Q.， Zhang H.. Is corporate social responsibility （CSR） associated with tax avoidance？ Evidence from irresponsible CSR activities［ J］． The Accounting Review，2013（6）：2025 ～ 2059．

Hutton A. P.， Marcus A. J.， Tehranian H.. Opaque financial reports， R2， and crash risk［ J］． Journal of Financial Economics，2009（1）：67 ～ 86．

Jin L.， Myers S. C.. R2 around the world： New theory and new tests［ J］．Journal of Financial Economics，2006（2）：257 ～ 292．

Kim S.. The process model of corporate social responsibility （CSR） communication： CSR communication and its relationship with consumers' CSR know-ledge， trust， and corporate reputation perception［ J］． Journal of Business Ethics，2019（4）：1143 ～ 1159．

Kim Y.， Park M.， Wier B.. Is earnings quality associated with corporate social responsibility？［ J］． The Accounting Review，2012（3）：761 ～ 796．

Lin K. J.， Tan J.， Zhao L.， et al.. In the name of charity： Political connections and strategic corporate social responsibility in a transition economy［ J］． Journal of Corporate Finance，2015（32）：327 ～ 346．

Nofsinger J. R.， Sulaeman J.， Varma A.. Institutional investors and corporate social responsibility［ J］． Journal of Corporate Finance，2019（58）：700 ～ 725.

Perols J. L.， Lougee B. A.. The relation between earnings management and financial statement fraud［ J］． Advances in Accounting，2011（1）：39 ～ 53．

Yen S. C.. What causes fraudulent financial reporting？ Evidence based on H shares［ J］． Emerging Markets Finance and Trade，2013（S4）：254 ～ 266．

Zavyalova A.， Pfarrer M. D.， Reger R. K.， et al.. Reputation as a benefit and a burden？ How stakeholders' organizational identification affects the role of reputation following a negative event［ J］． Academy of Management Journal， 2016（1）：253 ～ 276．

【基金項(xiàng)目】國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“公司控制權(quán)防御機(jī)制影響企業(yè)綠色投資的作用機(jī)理與經(jīng)濟(jì)后果研究”（項(xiàng)目編號(hào)：72072042）

【作者單位】廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院， 廣州 510520